人民幣兌換美元匯率與我國出口總值相關(guān)性研究

謝聰敏

隨著中國經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)融合程度的不斷加深，我國的匯率制度也經(jīng)歷了多次變革，匯率與出口總值之間的相關(guān)性也隨之提高。從定性的角度來說，美元兌換人民幣升值不利于我國的進(jìn)口，而對出口有利。本文對1994年8月至2018年1月期間1美元兌換人民幣中間價(jià)和以美元計(jì)價(jià)的出口總值進(jìn)行了整理，通過構(gòu)建數(shù)學(xué)模型，在匯率的變化對我國出口總值產(chǎn)生的影響以及程度方面進(jìn)行初探。

一、1994年8月以來各月匯率和出口總值情況

2018年1月，我國以美元計(jì)價(jià)的出口總值（以下簡稱出口總值）2005.20億美元，與1994年8月相比增長了近20倍。2000年以前，我國各月出口總值平均在140億美元左右。2000年之后，我國出口總值呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢，2007年6月突破1000億美元大關(guān)，雖然2009年1-6月份期間由于世界金融危機(jī)影響，出口總值有所下降，但7月起各月出口總值再次恢復(fù)到千億美元以上，2013年末突破2000億美元，之后一直保持在1800億美元至2000億美元之間的水平（見圖1）。

圖1 1994年8月-2018年1月出口總值情況（當(dāng)月） 億美元

1980年后，我國匯率變動(dòng)主要經(jīng)歷了三個(gè)重要階段，分別是1980年-1994年人民幣兌換美元匯率貶值階段；1994年-2005年以供求為基礎(chǔ)、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制實(shí)行階段；2005年7月至今實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制階段（見圖2）。

圖2 1994年8月-2018年1月1美元兌換人民幣情況 元

1994年1月1日起，我國實(shí)行了以供求為基礎(chǔ)、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制，人民幣匯率由1994年8月的8.59元兌換1美元逐步升值到2005年6月的8.28元兌換1美元，增幅3.74%。同期，出口總值由1994年8月的102.13億美元增長到2005年6月的659.60億美元，增長了5.46倍。以供求為基礎(chǔ)、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制，對我國進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放、發(fā)展與世界其他國家和地區(qū)的經(jīng)貿(mào)往來具有重要意義，同時(shí)為人民幣成為可自由兌換貨幣打下了基礎(chǔ)。

2005年7月21日起，我國實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，人民幣匯率不再僅僅盯住美元一家，形成了更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。人民幣匯率由2005年7月的人民幣8.23元兌換1美元，逐步升值到2018年1月的6.44元人民幣兌換1美元，升值幅度21.75%。同期，出口總值從2005年7月的655.84億美元，增長到2018年1月的2005.20億美元，增長3.06倍。

二、1994年4月-2018年1月匯率與出口總值相關(guān)性分析

由圖1可知，1994年4月至2018年1月期間各月出口總值具有明顯的趨勢性，但每年2月份都會(huì)出現(xiàn)大幅下降，上述情況與我國春節(jié)放假因素有關(guān)。為了消除季節(jié)因素影響，本研究對1994年8月至2018年1月期間的出口總值數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列的平滑處理，平滑后的各月出口總值(見圖3)。

圖3 1994年8月-2018年1月平滑后的出口總值及1美元兌換人民幣情況

平滑后的出口總值數(shù)據(jù)降低了季節(jié)因素的擾動(dòng)，將1994年8月至2018年1月期間的匯率及出口數(shù)據(jù)帶入回歸模型，通過模型計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，滯后5個(gè)月的平滑后的出口總值數(shù)據(jù)與1美元兌換人民幣匯率相關(guān)性最高，二者相關(guān)性高達(dá)-95.82%，表明二者呈高度負(fù)相關(guān)。而擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（調(diào)整后的R2）結(jié)果為91.78%（最高值為100%），說明回歸模型對原始數(shù)據(jù)的擬合程度很好，即1美元兌換人民幣匯率，可以解釋平滑后的出口總值91.78%的數(shù)據(jù)變化情況。換句話說，如果1美元兌換人民幣匯率不變，則平滑后的出口總值的變化程度將減少91.78%。

通過模型計(jì)算，得到平滑后的出口總值數(shù)據(jù)（Y）與1美元兌換人民幣匯率（X）的一元線性回歸方程：Y=-780.52X+6732.52。回歸方程的顯著性檢驗(yàn)值為2×10-151（檢驗(yàn)值小于0.05，通過檢驗(yàn)），回歸系數(shù)X檢驗(yàn)值為2×10-151（檢驗(yàn)值小于0.05，通過檢驗(yàn)），誤差項(xiàng)的檢驗(yàn)值為1.4×10-166（檢驗(yàn)值小于0.05，通過檢驗(yàn)）。通過回歸方程可知，1994年8月至2018年1月期間，當(dāng)1美元兌換人民幣每下降0.01元時(shí)（即人民幣兌換美元每升值0.01元），將使得5個(gè)月后的當(dāng)月出口總值減少7.81億美元。

三、分時(shí)段匯率與出口總值相關(guān)性分析

由于本文數(shù)據(jù)采集自1994年8月之后，故之前的匯率貶值階段暫不討論。

1.1994 年8月-2005年6月匯率與出口總值相關(guān)性分析

將1994年8月至2005年6月的1美元兌換人民幣數(shù)據(jù)及平滑后的出口總值數(shù)據(jù)，代入模型計(jì)算當(dāng)期及滯后1-8個(gè)月的相關(guān)性，計(jì)算結(jié)果表明，1994年8月至2005年6月期間，1美元兌換人民幣數(shù)據(jù)及平滑后的出口總值數(shù)據(jù)相關(guān)性，隨著滯后期數(shù)的增加而上升，但相關(guān)系數(shù)最高時(shí)未超過-50%，表明二者相關(guān)性呈低度負(fù)相關(guān)。上述情況與我國實(shí)行匯率管制有關(guān)。

2.2005 年7月-2018年1月匯率與出口總值相關(guān)性分析

將2005年7月至2018年1月的1美元兌換人民幣數(shù)據(jù)及平滑后的出口總值數(shù)據(jù)，代入模型計(jì)算當(dāng)期及滯后1-8個(gè)月的相關(guān)性，計(jì)算結(jié)果表明，2005年7月至2018年1月期間，1美元兌換人民幣數(shù)據(jù)與滯后2個(gè)月的平滑后的出口總值數(shù)據(jù)相關(guān)性最高（-84.40%），表明二者相關(guān)性呈高度負(fù)相關(guān)。而擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（調(diào)整后的R2）結(jié)果為71.04%（最高值為100%），說明回歸模型對原始數(shù)據(jù)的擬合程度較好，即1美元兌換人民幣匯率可以解釋滯后2個(gè)月的平滑后的出口總值71.04%的數(shù)據(jù)變化情況。換句話說，如果1美元兌換人民幣匯率不變，則滯后2個(gè)月的平滑后的出口總值的變化程度將減少71.04%。

通過模型計(jì)算，得到滯后2個(gè)月的平滑后的出口總值數(shù)據(jù)（Y）與1美元兌換人民幣匯率（X）的一元線性回歸方程：Y=-648.12X+ 5888.73?；貧w方程的顯著性檢驗(yàn)值為1.29×10-41（檢驗(yàn)值小于0.05，通過檢驗(yàn)），回歸系數(shù)X檢驗(yàn)值為1.29×10-41（檢驗(yàn)值小于0.05，通過檢驗(yàn)），誤差項(xiàng)的檢驗(yàn)值為7.64×10-56（檢驗(yàn)值小于0.05，通過檢驗(yàn)）。通過回歸方程可知，2005年7月至2018年1月期間，當(dāng)1美元兌換人民幣每下降0.01元時(shí)（即人民幣兌換美元每升值0.01元），將使得2個(gè)月后的當(dāng)月出口總值減少6.48億美元。

四、關(guān)于整個(gè)報(bào)告期相關(guān)系數(shù)及分時(shí)段相關(guān)系數(shù)有關(guān)問題的說明

1994年8月至2005年6月，平滑后的出口總值數(shù)據(jù)與1美元兌換人民幣匯率數(shù)據(jù)呈低度負(fù)相關(guān)，2005年7月至2018年1月上述數(shù)據(jù)呈高度負(fù)相關(guān)。但時(shí)間段擴(kuò)展到1994年8月至2018年1月后，與上述兩個(gè)時(shí)間段相比，相關(guān)性得到顯著提升，其原因主要與相關(guān)系數(shù)的計(jì)算有關(guān)。相關(guān)系數(shù)計(jì)算公式如下：

其中，Cov(X,Y)為計(jì)算1美元兌換人民幣匯率數(shù)據(jù)（X）與平滑后的出口總值數(shù)據(jù)（Y）的協(xié)方差，即兩個(gè)變量的總體誤差，即兩個(gè)變量分別偏離其均值的程度。如果兩個(gè)變量的變化趨勢一致，則兩個(gè)變量之間的協(xié)方差為正值；如果兩個(gè)變量的變化趨勢相反，則兩個(gè)變量之間的協(xié)方差為負(fù)值。σx和σy表示X和Y兩組數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差，標(biāo)準(zhǔn)差用于測度兩組變量組內(nèi)個(gè)體間的離散程度。而相關(guān)系數(shù)公式用X、Y的協(xié)方差除以二者標(biāo)準(zhǔn)差的乘積，是為了剔除協(xié)方差中變量變化幅度對協(xié)方差的影響，得到標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)方差，反映了兩個(gè)變量每單位變化時(shí)的情況。簡單來說，相關(guān)系數(shù)的大小主要取決于協(xié)方差的大小。由圖3可知，1994年8月-2018年1月期間，1美元兌換人民幣匯率數(shù)據(jù)和平滑后的出口總值數(shù)據(jù)的總體誤差，明顯大于1994年8月至2005年6月和2005年7月至2018年1月兩個(gè)時(shí)間段的總體誤差，故時(shí)間段擴(kuò)展到1994年8月至2018年1月后，與分開討論的兩個(gè)時(shí)間段相比，相關(guān)性得到顯著提升。

五、總結(jié)

通過比較，本研究認(rèn)為，回歸模型計(jì)算的2005年7月至2018年1月期間的結(jié)果更切合目前的實(shí)際情況，即1美元兌換人民幣數(shù)據(jù)與滯后2個(gè)月的平滑后的出口總值數(shù)據(jù)呈高度負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)1美元兌換人民幣每下降0.01元時(shí)（即人民幣兌換美元每升值0.01元），將使得2個(gè)月后的當(dāng)月出口總值減少6.48億美元。其主要原因有：

第一，由于1994年8月至2005年6月期間實(shí)行的匯率管制，使得匯率在小范圍內(nèi)進(jìn)行波動(dòng)，而同期出口總值的波動(dòng)幅度明顯大于匯率波動(dòng)的幅度，如果將1994年8月至2005年6月這一時(shí)期納入模型整體進(jìn)行計(jì)算，將使模型計(jì)算的相關(guān)系數(shù)偏大而失真。

第二，從國際貿(mào)易影響因素來看，與我國出口總值增減有關(guān)的影響因素不僅只有匯率一種，進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人均GDP、外商直接投資、進(jìn)口依存度、勞動(dòng)生產(chǎn)率、科技進(jìn)步水平、關(guān)稅稅率等都會(huì)對我國出口總值產(chǎn)生影響，隨著我國對外開放程度不斷擴(kuò)大，上述因素參與程度加深，出口的相關(guān)性將提升，匯率與出口總值的相關(guān)性將有所下降，故2005年7月至2018年1月期間，匯率與出口總值的相關(guān)度低于1994年8月至2018年1月的相關(guān)度是符合實(shí)際情況的。